Factors predictive of obstructive sleep apnea in patients undergoing pre-operative evaluation for bariatric surgery and referred to a sleep laboratory for polysomnography.

OBJECTIVE: To identify the main predictive factors for obtaining a diagnosis of obstructive sleep apnea (OSA) in patients awaiting bariatric surgery.
METHODS: Retrospective study of consecutive patients undergoing pre-operative evaluation for bariatric surgery and referred for in-laboratory polysomnography. Eight variables were evaluated: sex, age, neck circumference (NC), BMI, Epworth Sleepiness Scale (ESS) score, snoring, observed apnea, and hypertension. We employed ROC curve analysis to determine the best cut-off value for each variable and multiple linear regression to identify independent predictors of OSA severity.
RESULTS: We evaluated 1,089 patients, of whom 781 (71.7%) were female. The overall prevalence of OSA-defined as an apnea/hypopnea index (AHI) ≥ 5.0 events/h-was 74.8%. The best cut-off values for NC, BMI, age, and ESS score were 42 cm, 42 kg/m2, 37 years, and 10 points, respectively. All eight variables were found to be independent predictors of a diagnosis of OSA in general, and all but one were found to be independent predictors of a diagnosis of moderate/severe OSA (AHI ≥ 15.0 events/h), the exception being hypertension. We devised a 6-item model, designated the NO-OSAS model(NC, Obesity, Observed apnea, Snoring, Age, and Sex), with a cut-off value of ≥ 3 for identifying high-risk patients. For a diagnosis of moderate/severe OSA, the model showed 70.8% accuracy, 82.8% sensitivity, and 57.9% specificity.
CONCLUSIONS: In our sample of patients awaiting bariatric surgery, there was a high prevalence of OSA. At a cut-off value of ≥ 3, the proposed 6-item model showed good accuracy for a diagnosis of moderate/severe OSA.

INTRODUCTION

Obstructive sleep apnea (OSA) is a major disease, affecting at least 2% of women and 4% of men, worldwide. ( 1 ) It is a sleep-related breathing disorder, characterized by recurrent upper-airway obstruction during sleep, resulting in a cycle of hypoxemia, increased respiratory effort, and frequent arousals, obesity being the most common known risk factor.( 2 ) Recent data show that in the 2011-2012 period, the prevalence of obesity in the United States was 16.9% in juveniles and 34.9% in adults.( 3 ) Obesity is a chronic disease that has become epidemic in the United States and worldwide; it is also a major risk factor for various disorders, including OSA. ( 4 ) In addition, over the last several decades, the criteria used in order to determine the prevalence of OSA have been redefined,( 5 ) primarily because the prevalence of obesity continues to increase,( 3 ) which in turn increases that of OSA.

In most cases, bariatric surgery results in dramatic weight loss and significant improvement in the indices of sleep-disordered breathing.( 4 ) In addition, OSA is underdiagnosed in a significant proportion of obese patients undergoing bariatric surgery.( 6 - 10 ) Most bariatric surgery programs now employ routine screening for OSA in all patients, regardless of whether or not they have sleep complaints, because most cases of OSA were previously not being diagnosed before the surgical procedure.( 11 ) Bariatric surgery lowers body weight markedly and reduces the severity of comorbidities associated with obesity, as well as reducing that of OSA.( 12 , 13 ) Worldwide, the accepted criteria for bariatric surgery include the following( 14 , 15 ): being 18-65 years of age and having a BMI ≥ 40 kg/m2 or ≥ 35 kg/m2 and having any obesity-related comorbidity (resistant hypertension, established heart disease, severe degenerative osteoarthritis, or respiratory failure). Although the exact pathophysiology of OSA in obese patients remains poorly understood, it is thought that the deposition of fatty tissue in the neck narrows the lumen of the upper airway, thereby inducing its collapse.( 4 , 15 )

The population of Brazil comprises a number of different ethnic, racial, and socioeconomic groups. Because of the considerable degree of miscegenation in the country, it is useful to identify the main clinical variables evaluated in making a diagnosis of OSA in patients belonging to those various groups. Although various studies have shown that OSA is quite prevalent among bariatric surgery patients, there is still a lack of data regarding the main clinical predictors of OSA in such patients, especially for those in Brazil.

METHODS

This was a retrospective analysis of a prospectively maintained database. We analyzed data related to consecutive outpatients undergoing pre-operative evaluation for bariatric surgery between January of 2010 and October of 2014, all of whom were referred to our sleep laboratory for polysomnography, regardless of whether or not they had complained of sleep-related respiratory disturbances. Patients were referred by their respective attending physicians. All demographic and polysomnographic data were collected at our sleep laboratory. The inclusion criteria were being 18-65 years of age, being obese (BMI ≥ 35.0 kg/m2), and not having been previously diagnosed with OSA. Patients for whom clinical data were missing were excluded, as were those with a total sleep time (TST) of < 3 h and those in whom portable sleep studies had been used for the diagnosis of OSA. Additional informed consent was not obtained for this study, because there was no intervention. The study was approved by the Research Ethics Committee of the Federal University of Rio de Janeiro (Protocol no. 666.608/2014).

Data collection

All studies were conducted in the Sleep Laboratory of the BarraShopping Medical Center, located in the city of Rio de Janeiro, Brazil, a relatively large sleep laboratory with 18 beds, sleep technicians, and two board-certified sleep physicians. The variables evaluated included sex, age, BMI, neck circumference (NC), snoring, observed apnea, hypertension, and degree of daytime sleepiness, as determined by the Epworth Sleepiness Scale (ESS).( 16 , 17 ) On the evening of the polysomnography, all demographic variables were collected by qualified skilled sleep laboratory technicians. The BMI was calculated as weight in kilograms divided by height in meters squared, and NC measurements were taken at the level of the cricoid membrane with the patients in the supine position. The study population was stratified into four categories, by BMI: 35.0-39.9 kg/m2; 40.0-49.9 kg/m2; 50.0-59.9 kg/m2; and ≥ 60.0 kg/m2. Subjects with an arterial blood pressure ≥ 140/90 mmHg were classified as having systemic arterial hypertension, as were those being treated with antihypertensive medication. Self-reported snoring and observed apnea were evaluated as dichotomous (yes/no) variables.

All patients underwent one-night, in-laboratory polysomnography, performed with a digital system (EMBLA(r) S7000; Embla Systems, Inc., Broomfield, CO, USA), consisting of continuous polygraphic recording from surface leads (for electroencephalography, electrooculography, electromyography of the chin/legs, and electrocardiography), thermistors (for nasal/oral airflow), thoracic/abdominal impedance belts (for respiratory effort), and position sensors (for sleep position), together with pulse oximetry (for SpO2) and audio recording via a tracheal microphone (for snoring). Polysomnographic recordings were scored manually and were interpreted by an experienced sleep physician in accordance with established guidelines.( 18 - 20 ) The data interpreted included TST, sleep efficiency, sleep stages, rapid eye movement (REM) latency, sleep latency, arousals, apnea/hypopnea index (AHI), and SpO2.

Sleep stages were scored based on established criteria. ( 18 ) Arousals were defined as episodes lasting ≥ 3 s in which there was a return of alpha activity associated with an increase in electromyographic activity. An apnea event was defined as a ≥ 10 s cessation of oronasal airflow. A hypopnea event was defined as a ≥ 30% reduction in the nasal pressure signal accompanied by ≥ 4% desaturation that lasted for > 10 s.( 18 ) The AHI was defined as the sum of the apnea and hypopnea events per hour of sleep. The diagnosis of OSA was based on an AHI ≥ 5.0 events/h, and OSA severity was categorized on the basis of the AHI( 18 ): mild (5.0-14.9 events/h); moderate (15.0-29.9 events/h); or severe (≥ 30.0 events/h).

Statistical analysis

Statistical analysis was performed with the Statistical Package for the Social Sciences, version 17.0 for Windows (SPSS Inc., Chicago, IL, USA). Continuous data are reported as mean ± standard deviation, whereas categorical data are reported as percentages of the total population. Comparisons between groups were performed with the chi-square test for dichotomous variables, Student's t-test for normally distributed continuous variables, and the Mann-Whitney U-test for non-normally distributed continuous variables. Correlations between continuous variables were evaluated by Spearman's rank correlation coefficient (rs). For each continuous variable, we used a ROC curve, calculating the area under the curve (AUC) to obtain the cut-off value for use in the univariate and multivariate analyses. Univariate and multivariate tests were used in order to calculate the odds ratios and the corresponding 95% confidence intervals. Using 2 × 2 contingency tables, we calculated the following parameters for all variables: sensitivity, specificity, positive predictive value, negative predictive value, and accuracy. We constructed predictive models using the main independent variables obtained for an AHI ≥ 15.0 events/h, aiming to optimize the screening for moderate/severe OSA in bariatric surgery patients. The best predictive model was selected according to the ROC curves. All tests were two-sided, and values of p < 0.05 were considered statistically significant.

RESULTS

In a period of 58 months, 1,480 consecutive patients were referred for polysomnography. Of those 1,480 patients, 391 were subsequently excluded: 308 because of missing data; 30 because they had been the subjects of home sleep studies; 28 because they had a TST of < 3 h; and 25 because they had previously been diagnosed with OSA. Therefore, 1,089 patients, of whom 781 (71.7%) were female and 308 (28.3%) were male, were considered eligible for further analysis. Demographic and polysomnographic characteristics of those 1,089 subjects are listed in Table 1. The overall prevalence of OSA was 74.8%, and the prevalence of moderate/severe OSA was 52.0%. In comparison with the females, the males were younger (p = 0.080), had higher BMIs (p < 0.001), and had larger NCs (p < 0.001). In terms of the prevalence of excessive daytime sleepiness (ESS score ≥ 10), the difference between males and females did not reach statistical significance (p = 0.122). The severity of OSA was greater in males than in females, as was the prevalence of moderate/severe OSA (84.7% vs. 39.1%) and severe OSA (68.5% vs. 18.6%), the last two being statistically significant differences (p < 0.001 for both). The continuous variables (NC, BMI, age, and ESS score) were correlated with the AHI (rs = 0.500, rs = 0.308, rs = 0.247, and rs = 0.156, respectively; p < 0.001 for all).

Table 1.

Demographic, clinical, and polysomnographic characteristics of the patients evaluated.a

Characteristic	Total	Females	Males	p
	(N = 1,089)	(n = 781)	(n = 308)
Demographic variable
Age, years	38.1 ± 10.0	38.4 ± 10.1	37.2 ± 9.7	0.080
Clinical variables
BMI, kg/m2	42.8 ± 5.4	42.1 ± 5.0	44.6 ± 5.8	< 0.001
BMI 35.0-39.9 kg/m2, n (%)	381 (35.0)	310 (39.6)	71 (23.0)	< 0.001
BMI 40.0-49.9 kg/m2, n (%)	597 (54.8)	416 (53.3)	181 (58.8)	< 0.001
BMI 50.0-59.9 kg/m2, n (%)	98 (9.0)	49 (6.3)	49 (15.9)	< 0.001
BMI ≥ 60.0 kg/m2, n (%)	13 (1.2)	6 (0.8)	7 (2.3)	< 0.001
NC, cm	42.3 ± 4.7	40.3 ± 3.3	47.5 ± 3.6	< 0.001
ESS score, points	8.9 ± 4.5	8.8 ± 4.5	9.2 ± 4.6	0.306
ESS score ≥ 10, n (%)	449 (41.2)	313 (40.1)	136 (44.2)	0.122
Hypertension, n (%)	445 (40.9)	296 (37.9)	149 (48.4)	< 0.001
Snoring, n (%)	1,010 (92.7)	704 (90.1)	306 (99.4)	< 0.001
Observed apnea, n (%)	369 (33.9)	228 (29.2)	141 (45.8)	< 0.001
Polysomnographic variables
Total sleep time, min	337.7 ± 70.0	340.9 ± 69.3	329.5 ± 71.2	0.019
Sleep efficiency, %	77.4 ± 14.9	77.7 ± 14.8	76.6 ± 15.1	0.250
Sleep stage N1, %	4.8 ± 5.9	4.3 ± 4.7	6.3 ± 7.9	< 0.001
Sleep stage N2, %	66.3 ± 12.0	64.8 ± 11.6	70.2 ± 12.2	< 0.001
Sleep stage N3, %	12.7 ± 9.1	14.1 ± 9.0	9.2 ± 8.6	< 0.001
Sleep stage R, %	15.5 ± 7.8	16.1 ± 7.6	14.0 ± 8.0	< 0.001
Arousals, events/h	29.9 ± 27.7	21.8 ± 21.5	50.5 ± 30.9	< 0.001
Sleep latency, min	41.8 ± 40.4	43.0 ± 39.9	38.7 ± 41.4	0.112
REM latency, min	150.3 ± 81.3	147.7 ± 80.0	157.3 ± 84.5	0.095
AHI, events/h	27.2 ± 29.5	18.1 ± 22.6	50.4 ± 32.2	< 0.001
AI, events/h	12.1 ± 23.4	5.6 ± 14.9	28.6 ± 31.6	< 0.001
HI, events/h	15.1 ± 15.3	12.5 ± 14.1	21.8 ± 16.1	< 0.001
Baseline SpO2, %	95.7 ± 2.1	96.1 ± 2.1	95.0 ± 2.0	< 0.001
Mean SpO2, %	93.7 ± 3.1	94.2 ± 3.0	92.5 ± 3.2	< 0.001
Lowest SpO2, %	81.8 ± 9.1	83.6 ± 8.3	77.3 ± 9.6	< 0.001
Prevalence of OSAb
No OSA, n (%)	275 (25.2)	265 (33.9)	10 (3.3)	< 0.001
Mild OSA, n (%)	248 (22.8)	211 (27.0)	37 (12.0)	< 0.001
Moderate OSA, n (%)	210 (19.3)	160 (20.5)	50 (16.2)	< 0.001
Severe OSA, n (%)	356 (32.7)	145 (18.6)	211 (68.5)	< 0.001

NC: neck circumference; ESS: Epworth Sleepiness Scale; REM: rapid eye movement; AHI: apnea/hypopnea index; AI: apnea index; HI: hypopnea index; and OSA: obstructive sleep apnea. aValues expressed as mean ± SD, except where otherwise indicated. bNo OSA: AHI < 5.0 events/h; mild OSA: AHI = 5.0-14.9 events/h; moderate OSA: AHI = 15.0-29.9 events/h; and severe OSA: AHI ≥ 30.0 events/h.

Table 2 shows the differences among the various BMI categories, in relation to demographic, clinical, and polysomnographic variables. As BMI increased, there were statistically significant increases in the proportion of males, as well as in the proportions of subjects with hypertension, snoring, and observed apnea. In addition, NC and the ESS score increased in parallel with increases in BMI, although no such association was observed between age and BMI category (p = 0.607). Arousals and the AHI also increased progressively in parallel with increases in BMI, as did the numbers of apnea and hypopnea events per hour when calculated separately (p < 0.001 for all). Similarly, SpO2 values worsened in parallel with increases in BMI (p < 0.001 for baseline, mean, and lowest SpO2). As expected, there were linear increases in the prevalence of OSA, especially that of the severe form of the disease, corresponding to increases in the BMI: 253 (66.4%) of the 381 patients with a BMI 35.0-39.9 kg/m2 were diagnosed with OSA, 81 (21.3%) of those patients being diagnosed with severe OSA; 460 (77.0%) of the 597 patients with a BMI 40.0-49.9 kg/m2 were diagnosed with OSA, 200 (33.5%) of those patients being diagnosed with severe OSA; 88 (33,7%) of the 98 patients with a BMI 50.0-59.9 kg/m2 were diagnosed with OSA, 65 (66.3%) of those patients being diagnosed with severe OSA; and all 13 of the patients with a BMI ≥ 60.0 kg/m2 were diagnosed with OSA, 10 (76.9%) of those patients being diagnosed with severe OSA.

Table 2.

Demographic, clinical, and polysomnographic parameters, by BMI category, for the 1,089 patients evaluated.a

Parameter	BMI	p
	35.0-39.9 kg/m2	40.0-49.9 kg/m2	50.0-59.9 kg/m2	≥ 60.0 kg/m2
	(n = 381)	(n = 597)	(n = 98)	(n = 13)
Demographic variables
Male sex, n (%)	71 (18.6)	181 (30.3)	49 (50.0)	7 (53.8)	< 0.001
Age, years	38.2 ± 9.9	38.0 ± 10.0	38.4 ± 10.5	34.5 ± 7.9	0.607
Clinical variables
NC, cm	40.2 ± 3.7	42.9 ± 4.4	46.7 ± 5.0	47.6 ± 4.2	< 0.001
BMI, kg/m2	37.8 ± 1.3	43.9 ± 2.7	53.0 ± 2.4	63.4 ± 3.1	< 0.001
ESS score, points	8.7 ± 4.3	8.8 ± 4.6	10.4 ± 4.4	11.0 ± 5.5	0.004
ESS score ≥ 10, n (%)	149 (39.1)	236 (39.5)	57 (58.2)	7 (53.8)	0.003
Hypertension, n (%)	125 (32.8)	263 (44.1)	49 (50.0)	8 (61.5)	< 0.001
Snoring, n (%)	340 (89.2)	562 (94.1)	95 (96.9)	13 (100.0)	0.007
Observed apnea, n (%)	108 (28.3)	213 (35.7)	39 (39.8)	9 (69.2)	0.002
Polysomnographic variables
Arousals, events/h	21.8 ± 20.1	30.8 ± 27.8	51.6 ± 33.8	66.3 ± 41.7	< 0.001
AHI, events/h	18.4 ± 21.5	28.1 ± 29.6	51.3 ± 35.6	67.1 ± 43.4	< 0.001
AI, events/h	6.5 ± 14.8	12.6 ± 24.3	27.4 ± 32.3	34.8 ± 39.6	< 0.001
HI, events/h	11.8 ± 12.6	15.4 ± 14.8	22.7 ± 20.2	32.2 ± 25.3	< 0.001
Baseline SpO2, %	96.2 ± 1.7	95.6 ± 2.3	95.1 ± 2.0	94.9 ± 2.5	< 0.001
Mean SpO2, %	94.5 ± 2.5	93.5 ± 3.2	91.9 ± 3.6	90.5 ± 5.1	< 0.001
Lowest SpO2, %	84.6 ± 7.8	81.2 ± 8.9	76.1 ± 10.6	71.7 ± 13.0	< 0.001
Prevalence of OSAb
No OSA, n (%)	128 (33.6)	137 (23.0)	10 (10.2)	-	< 0.001
Mild OSA, n (%)	111 (29.1)	125 (20.9)	10 (10.2)	2 (15.4)	< 0.001
Moderate OSA, n (%)	61 (16.0)	135 (22.6)	13 (13.3)	1 (7.7)	< 0.001
Severe OSA, n (%)	81 (21.3)	200 (33.5)	65 (66.3)	10 (76.9)	< 0.001

NC: neck circumference; ESS: Epworth Sleepiness Scale; AHI: apnea/hypopnea index; AI: apnea index; HI: hypopnea index; and OSA: obstructive sleep apnea. aValues expressed as mean ± SD, except where otherwise indicated. bNo OSA: AHI < 5.0 events/h; mild OSA: AHI = 5.0-14.9 events/h; moderate OSA: AHI = 15.0-29.9 events/h; and severe OSA: AHI ≥ 30.0 events/h.

The ROC curve analyses of the relevant continuous variables yielded the following AUCs: 0.711 (95% CI: 0.679-0.744) for NC; 0.657 (95% CI: 0.620-0.694) for age; 0.625 (95% CI: 0.588-0.662) for BMI; and 0.557 (95% CI: 0.519-0.595) for ESS score. In addition, the ROC curves showed that the best cut-off values for NC, BMI, age, and ESS score (as diagnostic markers of OSA) were 42 cm, 42 kg/m2, 37 years, and 10 points, respectively.

Table 3 shows the univariate and multivariate analyses of the eight variables evaluated in relation to three different AHI cut-off values (5.0 events/h, 15.0 events/h, and 30.0 events/h). All of those variables were thus found to be independent predictors of a diagnosis of OSA in general (AHI ≥ 5.0 events/h). All but one were found to be independent predictors of a diagnosis of moderate/severe OSA (AHI ≥ 15.0 events/h), the exception being hypertension (p = 0.421). All but two were found to be independent predictors of a diagnosis of severe OSA (AHI ≥ 30.0 events/h), the exceptions being hypertension (p = 0.963) and snoring (p = 0.153). The main predictor of a diagnosis of OSA in general was male sex, with an adjusted OR of 10.20 (95% CI: 5.07-20.83), followed by snoring, age ≥ 37 years, observed apnea, BMI ≥ 42 kg/m2, ESS score ≥ 10, hypertension, and NC ≥ 42 cm. The main predictor of a diagnosis of moderate/severe OSA was also male sex, with an adjusted OR of 5.91 (95% CI: 3.92-8.92), followed by snoring, BMI ≥ 42 kg/m2, age ≥ 37 years, observed apnea, NC ≥ 42 cm, ESS score ≥ 10, and hypertension. The main predictor of a diagnosis of severe OSA was again male sex, with an adjusted OR of 6.80 (95% CI: 4.62-10.00), followed by BMI ≥ 42 kg/m2, age ≥ 37 years, observed apnea, snoring, NC ≥ 42 cm, ESS score ≥ 10, and hypertension.

Table 3.

Predictive parameters for a diagnosis of obstructive sleep apnea, by level of severity, in the patients evaluated.

OSA severity, by AHIa	Analysis	Sensitivity %	Specificity %	PPV %	NPV %	Accuracy %
	Univariate	Multivariate
Parameter	OR (95% CI)	OR (95% CI)
Mild/moderate/severe
Sex
Male vs. female	15.30 (8.01-29.23)	10.20 (5.07-20.83)	36.6	96.3	96.7	33.9	51.6
Snoring
Yes vs. no	5.03 (3.14-8.08)	2.30 (1.38-3.86)	96.0	17.0	77.4	59.4	76.1
Age, years
≥ 37 vs. < 37	2.55 (1.92-3.40)	2.25 (1.61-3.15)	56.2	66.5	83.2	33.9	58.8
Observed apnea
Yes vs. no	3.17 (2.25-4.47)	1.85 (1.26-2.71)	39.5	82.9	87.2	31.6	50.5
BMI, kg/m2
≥ 42 vs. < 42	2.21 (1.66-2.94)	1.60 (1.14-2.23)	53.0	66.1	82.2	32.2	56.3
ESS score
≥ 10 vs. < 10	1.69 (1.26-2.26)	1.56 (1.12-2.16)	44.3	68.0	80.4	29.2	50.3
Hypertension
Yes vs. no	2.69 (1.97-3.66)	1.52 (1.06-2.17)	46.5	75.6	84.9	32.2	53.8
NC, cm
≥ 42 vs. < 42	4.01 (2.97-5.41)	1.45 (1.01-2.09)	60.0	72.7	86.7	38.0	63.2
Moderate/severe
Sex
Male vs. female	8.66 (6.15-12.20)	5.91 (3.92-8.92)	46.1	91.0	84.7	60.9	67.6
Snoring
Yes vs. no	5.59 (3.10-10.10)	2.41 (1.27-4.56)	97.5	12.4	54.6	82.2	56.6
BMI, kg/m2
≥ 42 vs. < 42	2.66 (2.08-3.40)	2.12 (1.58-2.84)	59.7	64.2	64.3	59.5	61.8
Age, years
≥ 37 vs. < 37	1.98 (1.56-2.52)	2.09 (1.54-2.83)	58.6	58.3	60.3	56.5	58.4
Observed apnea
Yes vs. no	2.78 (2.13-3.62)	1.84 (1.35-2.51)	44.5	77.6	68.2	56.3	60.4
NC, cm
≥ 42 vs. < 42	4.44 (3.44-5.73)	1.63 (1.18-2.26)	68.9	66.7	69.1	66.4	67.8
ESS score
≥ 10 vs. < 10	1.59 (1.25-2.03)	1.49 (1.11-2.00)	46.6	64.6	58.7	52.8	55.2
Hypertension
Yes vs. no	1.96 (1.53-2.51)	1.13 (0.83-1.52)	48.5	67.4	61.7	54.8	57.6
Severe
Sex
Male vs. female	9.54 (7.06-12.88)	6.80 (4.62-10.00)	59.2	86.7	68.5	81.4	77.7
BMI, kg/m2
≥ 42 vs. < 42	2.70 (2.08-3.52)	2.14 (1.56-2.94)	64.6	59.7	43.8	77.6	61.3
Age, years
≥ 37 vs. < 37	1.72 (1.33-2.22)	2.02 (1.45-2.81)	59.5	53.8	38.5	73.2	55.7
Observed apnea
Yes vs. no	2.73 (2.09-3.56)	1.85 (1.34-2.55)	49.4	73.6	47.6	75.0	65.7
Snoring
Yes vs. no	5.43 (2.47-11.92)	1.84 (0.79-4.29)	98.0	9.8	34.5	91.1	38.6
NC, cm
≥ 42 vs. < 42	5.70 (4.16-7.45)	1.73 (1.18-2.52)	78.0	60.9	49.2	85.1	66.5
ESS score
≥ 10 vs. < 10	1.64 (1.27-2.12)	1.54 (1.12-2.52)	49.4	62.7	39.1	71.8	58.4
Hypertension
Yes vs. no	1.68 (1.30-2.17)	1.00 (0.72-1.36)	49.4	63.3	39.5	72.0	58.7

OSA: obstructive sleep apnea; AHI: apnea/hypopnea index; PPV: positive predictive value; NPV: negative predictive value; ESS: Epworth Sleepiness Scale; and NC: neck circumference. aMild/moderate/severe = AHI ≥ 5.0 events/h; moderate/severe = AHI ≥ 15.0 events/h; and severe = AHI ≥ 30.0 events/h.

As can be seen in Table 3, there were seven independent variables associated with a diagnosis of moderate/severe OSA: sex, snoring, BMI, age, observed apnea, NC, and ESS score. Among those variables, ESS score was seventh (i.e., last) in importance. That, together with the fact that the ESS comprises eight questions, prompted us to exclude ESS scores, thus simplifying the models. Therefore, we tested four models (Table 4): a 3-item model including male sex, snoring, and BMI ≥ 42 kg/m2; a 4-item model encompassing the 3-item model plus age ≥ 37 years; a 5-item model encompassing the 4-item model plus observed apnea; and a 6-item model encompassing the 5-item model plus NC ≥ 42 cm. Of the four predictive models evaluated, the one found to be best at predicting OSA in general, moderate/severe OSA, and severe OSA was the 6-item model, which had AUCs of 0.777 (95% CI: 0.747-0.807), 0.784 (95% CI: 0.757-0.811), and 0.796 (95% CI: 0.769-0.824), respectively.

Table 4.

ROC curves for the models evaluated, by the level of severity of obstructive sleep apnea.

Models	OSA severity, by AHIa
	Mild/moderate/severe	Moderate/severe	Severe
	AUC (95% CI)	AUC (95% CI)	AUC (95% CI)
3-item	0.716 (0.683-0.748)	0.739 (0.710-0.769)	0.759 (0.729-0.790)
Male sex
Snoring
BMI ≥ 42 kg/m2
4-item	0.752 (0.719-0.785)	0.756 (0.727-0.784)	0.765 (0.735-0.794)
Male sex
Snoring
BMI ≥ 42 kg/m2
Age ≥ 37 years
5-item	0.764 (0.733-0.796)	0.765 (0.738-0.793)	0.771 (0.742-0.800)
Male sex
Snoring
BMI ≥ 42 kg/m2
Age ≥ 37 years
Observed apnea
6-item	0.777 (0.747-0.807)	0.784 (0.757-0.811)	0.796 (0.769-0.824)
Male sex
Snoring
BMI ≥ 42 kg/m2
Age ≥ 37 years
Observed apnea
NC ≥ 42 cm

OSA: obstructive sleep apnea; AHI: apnea/hypopnea index; AUC: area under the curve; NC: neck circumference. aMild/moderate/severe = AHI ≥ 5.0 events/h; moderate/severe = AHI ≥ 15.0 events/h; and severe = AHI ≥ 30.0 events/h.

Table 5 shows the predictive parameters of the 6-item model, which was categorized into six possible cut-off values (to distinguish between high and low risk of OSA), in the three different situations: diagnosis of OSA in general, diagnosis of moderate/severe OSA, and diagnosis of severe OSA. Because the main objective of the model was to identify patients at high risk for moderate/severe OSA (AHI ≥ 15.0 events/h), we sought to determine the cut-off value that (within that category) achieved the best balance between sensitivity and specificity. For moderate/severe OSA, the best diagnostic performance was obtained at the cut-off value of ≥ 3, which had an accuracy of 70.8%, a sensitivity of 82.8%, and a specificity of 57.9%. The use of the ≥ 3 cut-off value in the 6-item model showed an accuracy, sensitivity, and specificity, respectively, of 73.0%, 74.3%, and 69.4% for a diagnosis of OSA in general; 70.8%, 82.8%, and 57.9% for a diagnosis of moderate/severe OSA; and 62.9%, 90.1%, and 49.7% for a diagnosis of severe OSA. After choosing the 6-item model as the best model, we created a mnemonic device for it, designating it the NC ≥ 42 cm, Obesity (BMI ≥ 42 kg/m2), Observed apnea, Snoring, Age ≥ 37 years, and male Sex (NO-OSAS) model. Therefore, this model consists of six yes/no questions (maximum possible total score, 6 points).

Table 5.

Predictive parameters of the 6-item model in relation to the level of severity of obstructive sleep apnea.

OSA severity, by AHIa	High risk n (%)	Low risk n (%)	Sensitivity %	Specificity %	PPV %	NPV %	Accuracy %	OR (95% CI)
Parameter
Mild/moderate/severe
≥ 1 vs. < 1	1,056 (97.0)	33 (3.0)	98.8	8.7	76.2	72.7	76.1	8.55 (3.92-18.64)
≥ 2 vs. < 2	915 (84.0)	174 (16.0)	91.0	36.7	80.9	58.0	77.3	5.89 (4.18-8.30)
≥ 3 vs. < 3	689 (63.3)	400 (36.7)	74.3	69.4	87.8	47.7	73.0	6.58 (4.87-8.89)
≥ 4 vs. < 4	431 (39.6)	658 (60.4)	48.7	87.6	92.1	36.6	58.5	6.74 (4.59-9.91)
≥ 5 vs. < 5	187 (17.2)	902 (82.8)	22.6	98.9	98.3	30.1	41.8	26.48 (8.38-83.59)
6 vs. < 6	52 (4.8)	1,037 (95.2)	6.3	100.0	100.0	26.5	30.0	-
Moderate/severe
≥ 1 vs. < 1	1,056 (97.0)	33 (3.0)	99.4	5.7	53.3	90.9	54.4	11.42 (3.46-37.64)
≥ 2 vs. < 2	915 (84.0)	174 (16.0)	95.7	28.6	59.2	86.2	63.5	9.08 (5.78-14.25)
≥ 3 vs. < 3	689 (63.3)	400 (36.7)	82.8	57.9	68.0	75.7	70.8	6.65 (5.03-8.80)
≥ 4 vs. < 4	431 (39.6)	658 (60.4)	59.3	81.8	77.9	65.0	70.1	6.58 (4.98-8.69)
≥ 5 vs. < 5	187 (17.2)	902 (82.8)	29.8	96.5	90.3	55.9	61.8	11.94 (7.21-19.75)
6 vs. < 6	52 (4.8)	1,037 (95.2)	8.6	99.4	94.2	50.1	52.2	16.42 (5.08-53.04)
Severe
≥ 1 vs. < 1	1,056 (97.0)	33 (3.0)	99.7	4.3	33.6	96.9	35.5	16.20 (2.20-119.07)
≥ 2 vs. < 2	915 (84.0)	174 (16.0)	97.4	22.5	37.9	94.8	47.0	11.20 (5.65-22.19)
≥ 3 vs. < 3	689 (63.3)	400 (36.7)	90.1	49.7	46.5	91.2	62.9	9.09 (6.23-13.27)
≥ 4 vs. < 4	431 (39.6)	658 (60.4)	69.9	75.1	57.7	83.7	73.4	7.04 (5.31-9.33)
≥ 5 vs. < 5	187 (17.2)	902 (82.8)	39.0	93.4	74.3	75.9	75.6	9.14 (6.36-13.12)
6 vs. < 6	52 (4.8)	1,037 (95.2)	12.6	99.0	86.5	70.0	70.2	15.00 (6.69-33.64)

OSA: obstructive sleep apnea; AHI: apnea/hypopnea index; PPV: positive predictive value; and NPV: negative predictive value. aMild/moderate/severe = AHI ≥ 5.0 events/h; moderate/severe = AHI ≥ 15.0 events/h; and severe = AHI ≥ 30.0 events/h.

DISCUSSION

In this study, which involved a large sample of consecutive bariatric surgery patients, we showed that all of the variables evaluated (sex, NC, BMI, age, ESS score, snoring, observed apnea, and hypertension) were independent predictors of the AHI, regardless of the cut-off value used, the only exceptions being hypertension at two of the AHI cut-off values (≥ 15.0 events/h and ≥ 30.0 events/h), and snoring at the AHI cut-off value of ≥ 30.0 events/h. At three different cut-off values (AHI ≥ 5.0 events/h, ≥ 15.0 events/h, and ≥ 30.0 events/h), the main predictor of a diagnosis of OSA was male sex. The prevalence of moderate/severe and severe OSA was higher among the males than among the females (p < 0.001). The 6-item NO-OSAS model, at a cut-off value of ≥ 3, showed good diagnostic performance for distinguishing between high-risk patients and low-risk patients, in relation to a diagnosis of OSA, regardless of the degree of severity.

In our sample of patients awaiting bariatric surgery, with or without clinical features of suspicion of OSA, the overall prevalence of OSA was high (74.8%), as was the prevalence of severe OSA (32.7%). Our results are consistent with those of previous studies involving bariatric surgery patients, all of which have reported a high (69.9-93.6%) prevalence of OSA( 10 , 11 , 15 , 21 - 27 ) and a high (21.0-48.0%) proportion of subjects classified as having the severe form of the disease.( 9 - 11 , 15 , 21 - 25 ) Our findings indicate that this population differs from the general population of patients with OSA.( 1 , 5 ) We found that, in comparison with the general population of OSA patients, that of bariatric surgery patients had a greater proportion of females and comprised younger patients. In addition, the prevalence of OSA was much higher in our sample of bariatric surgery patients than in the general population.

In accordance with the findings of previous studies,( 11 , 24 ) we observed linear increases in the prevalence and severity of OSA in parallel with increases in BMI. In one previous study,( 28 ) the authors identified 10 variables that were predictive of OSA in bariatric surgery patients: NC, systolic blood pressure, waist/hip ratio, waist, loud snoring, frequent snoring, weight, BMI, hypertension, and male sex. Using five or more of these variables it was possible to obtain a model with a sensitivity of 77% and a specificity of 77% in predicting an AHI ≥ 15.0 events/h.( 28 )

Using ROC curve analysis, we found the main cut-off values of the continuous variables in our sample to be age ≥ 37 years, BMI ≥ 42 kg/m2, NC ≥ 42 cm, and ESS score ≥ 10. Dixon et al. showed that advanced age, male sex, observed apnea, and severe obesity (especially central obesity) increase the risk of a higher AHI.( 29 ) Those authors also used ROC curve analysis for determining the appropriate cut-off values for continuous variables, which they found to be NC ≥ 43 cm, age ≥ 38 years, and BMI ≥ 45 kg/m2, which are quite similar to the cut-off values identified in our study. However, those authors included only patients with clinical suspicion of OSA, whereas our sample included all patients awaiting bariatric surgery, with or without symptoms of OSA.

In the present study, there were significant differences between males and females: males had higher BMIs and higher NCs, as well as a higher prevalence of hypertension, snoring, and observed apnea. In addition, males had higher AHIs, lower nadir SpO2 values, higher arousal indices, together with a higher prevalence of moderate/severe and severe OSA. These differences between sexes have also been reported in some other studies of bariatric surgery patients.( 9 - 11 , 13 , 15 , 21 - 23 , 25 , 30 )

Patients awaiting bariatric surgery should be screened for OSA to decrease the occurrence of peri-and post-operative complications. Bariatric surgery is the most effective weight loss therapy for morbidly obese patients; it improves OSA in most patients and has a relatively low mortality rate.( 4 ) Due to the high prevalence of OSA, especially of the severe forms, previous studies( 6 , 11 , 23 , 26 ) have underscored the need for polysomnography in all patients awaiting bariatric surgery, regardless of the presence or absence of symptoms of OSA.

Our study has some limitations. Patient selection occurred retrospectively in a sleep laboratory, which increased the possibility of selection bias. In addition, this was a single-center study, and the implications of our findings for the general population might therefore be limited. Furthermore, we did not evaluate comorbidities (other than hypertension) or other sleep complaints such as nocturia, nasal symptoms, morning headaches, and nocturnal choking or gasping. Moreover, data regarding regional obesity (waist circumference, hip circumference, neck-to-waist ratio, or waist-to-hip ratio) were not available. Conversely, our study has certain strengths. First, it involved a large sample of consecutive patients, all of whom were evaluated with full polysomnography at a sleep center, regardless of whether or not they had sleep complaints. In addition, the medical charts of the patients included in our final sample contained complete information about all eight of the variables of interest. Furthermore, the possibility of confounding was reduced in the analysis by the use of a multivariate logistic model including all variables with a p-value < 0.05. Therefore, we believe that the limitations of the study were outweighed by its strengths and did not affect the interpretation of the results.

In conclusion, our findings suggest that, among patients awaiting bariatric surgery, there is a high prevalence of OSA in general and of moderate/severe OSA. Our data also indicate that the variables sex, age, NC, BMI, ESS score, snoring, observed apnea, and hypertension can be used in order to confirm the suspicion of OSA and to assess its severity. The 6-item NO-OSAS model, at a cut-off value ≥ 3 to identify high-risk patients, showed good diagnostic accuracy for OSA in general, as well as for moderate/severe and severe OSA. Further studies, especially prospective ones, are necessary to validate the use of the NO-OSAS model as a means of screening for OSA in bariatric surgery patients.

INTRODUÇÃO

A apneia obstrutiva do sono (AOS) é uma doença importante, que afeta pelo menos 2% das mulheres e 4% dos homens, em todo o mundo.( 1 ) É um distúrbio respiratório relacionado ao sono, caracterizado por obstrução das vias aéreas superiores durante o sono, que resulta em um ciclo de hipoxemia, aumento do trabalho respiratório e microdespertares frequentes, sendo a obesidade o mais comum fator de risco conhecido.( 2 ) Dados recentes mostram que no período 2011-2012, a prevalência de obesidade nos Estados Unidos era de 16,9% em juvenis e de 34,9% em adultos.( 3 ) A obesidade é uma doença crônica que se tornou epidêmica nos Estados Unidos e em todo o mundo; é também um importante fator de risco para diversos distúrbios, inclusive a AOS.( 4 ) Além disso, ao longo das últimas várias décadas, os critérios utilizados para a determinação da prevalência de AOS foram redefinidos,( 5 ) principalmente porque a prevalência de obesidade continua a aumentar,( 3 ) o que, por sua vez, aumenta a de AOS.

Na maioria dos casos, a cirurgia bariátrica resulta em perda de peso dramática e melhora significativa dos índices de distúrbios respiratórios do sono.( 4 ) Além disso, a AOS é subdiagnosticada em uma proporção significativa de pacientes obesos submetidos à cirurgia bariátrica. ( 6 - 10 ) A maioria dos programas de cirurgia bariátrica agora emprega a triagem de rotina para AOS em todos os pacientes, independentemente da presença ou não de queixas de sono, pois, anteriormente, a maioria dos casos de AOS não estava sendo diagnosticada antes do procedimento cirúrgico.( 11 ) A cirurgia bariátrica reduz acentuadamente o peso corporal e diminui a gravidade das comorbidades associadas à obesidade, assim como diminui a da AOS.( 12 , 13 ) Em todo o mundo, os critérios aceitos para cirurgia bariátrica incluem o seguinte( 14 , 15 ): idade de 18-65 anos, IMC ≥ 40 kg/m2 ou ≥ 35 kg/m2 e presença de qualquer comorbidade relacionada à obesidade (hipertensão resistente, doença cardíaca estabelecida, osteoartrite degenerativa grave ou insuficiência respiratória). Embora a exata fisiopatologia da AOS em pacientes obesos permaneça pouco compreendida, pensa-se que a deposição de tecido adiposo no pescoço estreita o lúmen das vias aéreas superiores, induzindo assim o seu colapso.( 4 , 15 )

A população do Brasil é composta por uma série de diferentes grupos étnicos, raciais e socioeconômicos. Em virtude do considerável grau de miscigenação no país, convém identificar as principais variáveis clínicas avaliadas na realização do diagnóstico de AOS em pacientes pertencentes a esses diversos grupos. Embora diversos estudos tenham mostrado que a AOS é bastante prevalente entre pacientes de cirurgia bariátrica, ainda faltam dados sobre os principais preditores clínicos de AOS nesses pacientes, especialmente para aqueles no Brasil.

MÉTODOS

Trata-se de uma análise retrospectiva de um banco de dados mantido prospectivamente. Foram analisados dados relativos a pacientes ambulatoriais consecutivos submetidos a avaliação pré-operatória de cirurgia bariátrica entre janeiro de 2010 e outubro de 2014, todos os quais foram referenciados ao nosso laboratório do sono para a realização de polissonografia, independentemente de terem ou não queixas de distúrbios respiratórios relacionados ao sono. Os pacientes foram referenciados por seus respectivos médicos assistentes. Todos os dados demográficos e polissonográficos foram coletados em nosso laboratório do sono. Os critérios de inclusão foram idade de 18-65 anos, obesidade (IMC ≥ 35,0 kg/m2) e ausência de diagnóstico prévio de AOS. Foram excluídos pacientes com dados clínicos incompletos, aqueles com tempo total de sono (TTS) < 3 h e aqueles em que estudos do sono portáteis tinham sido utilizados para o diagnóstico de AOS. Não foi obtido consentimento informado adicional para o presente estudo, pois não houve nenhuma intervenção. O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal do Rio de Janeiro, sob o protocolo nº 666.608/2014.

Coleta de dados

Todos os estudos foram realizados no Laboratório do Sono do Centro Médico BarraShopping, localizado na cidade do Rio de Janeiro (RJ), um laboratório do sono relativamente grande com 18 leitos, técnicos do sono e dois médicos do sono certificados. As variáveis avaliadas incluíram gênero, idade, IMC, circunferência do pescoço (CP), ronco, apneia observada, hipertensão e grau de sonolência diurna, determinado pela Escala de Sonolência de Epworth (ESE).( 16 , 17 ) Na noite da polissonografia, todas as variáveis demográficas foram coletadas por técnicos de laboratório do sono capacitados e qualificados. O IMC foi calculado como peso em quilogramas dividido pela altura em metros quadrados, e as medições da CP foram realizadas ao nível da membrana cricoide com os pacientes em decúbito dorsal. A população estudada foi estratificada em quatro categorias, de acordo com o IMC: 35,0-39,9 kg/m2; 40,0-49,9 kg/m2; 50,0-59,9 kg/m2; e ≥ 60,0 kg/m2. Indivíduos com pressão arterial ≥ 140/90 mmHg foram classificados como portadores de hipertensão arterial sistêmica, assim como aqueles em uso de medicação anti-hipertensiva. Ronco e apneia observada autorreferidos foram avaliados como variáveis dicotômicas (sim/não).

Todos os pacientes foram submetidos a polissonografia de noite inteira em laboratório, realizada com um sistema digital (EMBLA(r) S7000; Embla Systems, Inc., Broomfield, CO, EUA), constituída por gravação poligráfica contínua a partir de eletrodos de superfície (para a eletroencefalografia, eletro-oculografia, eletromiografia submentoniana e de membros inferiores e eletrocardiografia), termistores (para o fluxo aéreo nasal/bucal), cintas torácica e abdominal (para o trabalho respiratório) e sensores de posição (para a posição durante o sono), juntamente com oximetria de pulso (para a SpO2) e gravação de áudio através de um microfone traqueal (para o ronco). O escore dos registros polissonográficos foi realizado manualmente, e os mesmos foram interpretados por um médico do sono experiente, conforme diretrizes estabelecidas.( 18 - 20 ) Os dados interpretados incluíram TTS, eficiência do sono, estágios do sono, latência ao rapid eye movement (REM), latência ao sono, microdespertares, índice de apneia-hipopneia (IAH) e SpO2.

O escore dos estágios do sono foi realizado com base em critérios estabelecidos.( 18 ) Microdespertares foram definidos como episódios com duração ≥ 3 s em que houve um retorno da atividade alfa associado a um aumento da atividade eletromiográfica. Um evento de apneia foi definido como cessação do fluxo de ar oronasal ≥ 10 s. Um evento de hipopneia foi definido como redução do sinal de pressão nasal ≥ 30% acompanhada de dessaturação ≥ 4% com duração > 10 s.( 18 ) O IAH foi definido como a soma dos eventos de apneia e hipopneia por hora de sono. O diagnóstico de AOS foi baseado em um IAH ≥ 5,0 eventos/h, e a gravidade da AOS foi categorizada com base no IAH( 18 ): leve (5,0-14,9 eventos/h); moderada (15,0-29,9 eventos/h); ou grave (≥ 30,0 eventos/h).

Análise estatística

A análise estatística foi realizada por meio do Statistical Package for the Social Sciences, versão 17.0 para Windows (SPSS Inc., Chicago, IL, EUA). Os dados contínuos são apresentados em média ± desvio-padrão, enquanto os dados categóricos são apresentados em porcentagem da população total. As comparações entre os grupos foram realizadas por meio do teste do qui-quadrado para as variáveis dicotômicas, do teste t de Student para as variáveis contínuas com distribuição normal e do teste U de Mann-Whitney para as variáveis contínuas sem distribuição normal. As correlações entre as variáveis contínuas foram avaliadas pelo coeficiente de correlação de Spearman (rs). Para cada variável contínua, utilizamos uma curva ROC, calculando a area under the curve (AUC, área sob a curva) para obtenção do valor de corte para utilização nas análises univariada e multivariada. Testes univariados e multivariados foram utilizados para o cálculo de odds ratio e respectivos intervalos de confiança de 95%. Utilizando tabelas de contingência 2 × 2, calculamos os seguintes parâmetros para todas as variáveis: sensibilidade, especificidade, valor preditivo positivo, valor preditivo negativo e acurácia. Elaboramos modelos preditivos utilizando as principais variáveis independentes obtidas para um IAH ≥ 15,0 eventos/h, com o objetivo de otimizar a triagem para AOS moderada/grave em pacientes de cirurgia bariátrica. O melhor modelo preditivo foi selecionado de acordo com as curvas ROC. Todos os testes foram bilaterais (two-sided), e valores de p < 0,05 foram considerados estatisticamente significativos.

RESULTADOS

Em um período de 58 meses, 1.480 pacientes consecutivos foram referenciados para a realização de polissonografia. Desses 1.480 pacientes, 391 foram posteriormente excluídos: 308 por dados incompletos; 30 por terem sido submetidos a estudos domiciliares do sono; 28 por terem TTS < 3 h; e 25 por terem sido diagnosticados anteriormente com AOS. Portanto, 1.089 pacientes, dos quais 781 (71,7%) eram mulheres e 308 (28,3%) eram homens, foram considerados elegíveis para análise posterior. As características demográficas e polissonográficos desses 1.089 indivíduos estão listadas na Tabela 1. A prevalência geral de AOS foi de 74,8%, e a prevalência de AOS moderada/grave foi de 52,0%. Em comparação com as mulheres, os homens eram mais jovens (p = 0,080), apresentaram maior IMC (p < 0,001) e apresentaram maior CP (p < 0,001). Em termos da prevalência de sonolência diurna excessiva (escore da ESE ≥ 10), a diferença entre homens e mulheres não atingiu significância estatística (p = 0,122). A gravidade da AOS foi maior nos homens do que nas mulheres, assim como a prevalência de AOS moderada/grave (84,7% vs. 39,1%) e de AOS grave (68,5% vs. 18,6%), sendo que as duas últimas diferenças foram estatisticamente significativas (p < 0,001 para ambas). As variáveis contínuas (CP, IMC, idade e escore da ESE) foram correlacionadas com o IAH (rs = 0,500, rs = 0,308, rs = 0,247 e rs = 0,156, respectivamente; p < 0,001 para todas).

Tabela 1.

Características demográficas, clínicas e polissonográficas dos pacientes avaliados.a

Características	Total	Mulheres	Homens	p
	(N = 1,089)	(n = 781)	(n = 308)
Variável demográfica
Idade, anos	38,1 ± 10,0	38,4 ± 10,1	37,2 ± 9,7	0,080
Variáveis clínicas
IMC, kg/m2	42,8 ± 5,4	42,1 ± 5,0	44,6 ± 5,8	< 0,001
IMC 35,0-39,9 kg/m2, n (%)	381 (35,0)	310 (39,6)	71 (23,0)	< 0,001
IMC 40,0-49,9 kg/m2, n (%)	597 (54,8)	416 (53,3)	181 (58,8)	< 0,001
IMC 50,0-59,9 kg/m2, n (%)	98 (9,0)	49 (6,3)	49 (15,9)	< 0,001
IMC ≥ 60,0 kg/m2, n (%)	13 (1,2)	6 (0,8)	7 (2,3)	< 0,001
CP, cm	42,3 ± 4,7	40,3 ± 3,3	47,5 ± 3,6	< 0,001
Escore da ESE, pontos	8,9 ± 4,5	8,8 ± 4,5	9,2 ± 4,6	0,306
Escore da ESE ≥ 10, n (%)	449 (41,2)	313 (40,1)	136 (44,2)	0,122
Hipertensão, n (%)	445 (40,9)	296 (37,9)	149 (48,4)	< 0,001
Ronco, n (%)	1.010 (92.7)	704 (90,1)	306 (99,4)	< 0,001
Apneia observada, n (%)	369 (33,9)	228 (29,2)	141 (45,8)	< 0,001
Variáveis polissonográficas
Tempo total de sono, min	337,7 ± 70,0	340,9 ± 69,3	329,5 ± 71,2	0,019
Eficiência do sono, %	77,4 ± 14,9	77,7 ± 14,8	76,6 ± 15,1	0,250
Estágio do sono N1, %	4,8 ± 5,9	4,3 ± 4,7	6,3 ± 7,9	< 0,001
Estágio do sono N2, %	66,3 ± 12,0	64,8 ± 11,6	70,2 ± 12,2	< 0,001
Estágio do sono N3, %	12,7 ± 9,1	14,1 ± 9,0	9,2 ± 8,6	< 0,001
Estágio do sono R, %	15,5 ± 7,8	16,1 ± 7,6	14,0 ± 8,0	< 0,001
Microdespertares, eventos/h	29,9 ± 27,7	21,8 ± 21,5	50,5 ± 30,9	< 0,001
Latência ao sono, min	41,8 ± 40,4	43,0 ± 39,9	38,7 ± 41,4	0,112
Latência ao REM, min	150,3 ± 81,3	147,7 ± 80,0	157,3 ± 84,5	0,095
IAH, eventos/h	27,2 ± 29,5	18,1 ± 22,6	50,4 ± 32,2	< 0,001
IA, eventos/h	12,1 ± 23,4	5,6 ± 14,9	28,6 ± 31,6	< 0,001
IH, eventos/h	15,1 ± 15,3	12,5 ± 14,1	21,8 ± 16,1	< 0,001
SpO2 basal, %	95,7 ± 2,1	96,1 ± 2,1	95,0 ± 2,0	< 0,001
SpO2 média, %	93,7 ± 3,1	94,2 ± 3,0	92,5 ± 3,2	< 0,001
SpO2 mínima, %	81,8 ± 9,1	83,6 ± 8,3	77,3 ± 9,6	< 0,001
Prevalência de AOSb
Sem AOS, n (%)	275 (25,2)	265 (33,9)	10 (3,3)	< 0,001
AOS leve, n (%)	248 (22,8)	211 (27,0)	37 (12,0)	< 0,001
AOS moderada, n (%)	210 (19,3)	160 (20,5)	50 (16,2)	< 0,001
AOS grave, n (%)	356 (32,7)	145 (18,6)	211 (68,5)	< 0,001

CP: circunferência do pescoço; ESE: Escala de Sonolência de Epworth; REM: rapid eye movement; IAH: índice de apneia-hipopneia; IA: índice de apneia; IH: índice de hipopneia; e AOS: apneia obstrutiva do sono. aValores expressos em média ± dp, exceto onde indicado. bSem AOS: IAH < 5,0 eventos/h; AOS leve: IAH = 5,0-14,9 eventos/h; AOS moderada: IAH = 15,0-29,9 eventos/h; e AOS grave: IAH ≥ 30,0 eventos/h.

A Tabela 2 mostra as diferenças entre as várias categorias de IMC, em relação a variáveis demográficas, clínicas e polissonográficas. Com o aumento do IMC, houve aumentos estatisticamente significativos na proporção de homens, assim como nas proporções de indivíduos com hipertensão, ronco e apneia observada. Além disso, a CP e o escore da ESE aumentaram paralelamente aos aumentos do IMC, embora tal associação não tenha sido observada entre idade e categoria de IMC (p = 0,607). Os microdespertares e o IAH também aumentaram progressivamente em paralelo aos aumentos do IMC, assim como os números de eventos de apneia e hipopneia por hora quando calculados separadamente (p < 0,001 para todos). De modo semelhante, os valores de SpO2 pioraram em paralelo aos aumentos do IMC (p < 0,001 para SpO2 basal, média e mínima). Como esperado, houve aumentos lineares na prevalência de AOS, especialmente na da forma grave da doença, correspondentes a aumentos do IMC: 253 (66,4%) dos 381 pacientes com IMC de 35,0-39,9 kg/m2 foram diagnosticados com AOS, sendo que 81 (21,3%) foram diagnosticados com AOS grave; 460 (77,0%) dos 597 pacientes com IMC de 40,0-49,9 kg/m2 foram diagnosticados com AOS, sendo que 200 (33,5%) foram diagnosticados com AOS grave; 88 (89,8%) dos 98 pacientes com IMC de 50,0-59,9 kg/m2 foram diagnosticados com AOS, sendo que 65 (66,3%) foram diagnosticados com AOS grave; todos os 13 pacientes com IMC ≥ 60,0 kg/m2 foram diagnosticados com AOS, sendo que 10 (76,9%) foram diagnosticados com AOS grave.

Tabela 2.

Parâmetros demográficos, clínicos e polissonográficos, por categoria de IMC, dos 1.089 pacientes avaliados.a

Parâmetros	IMC	p
	35,0-39,9 kg/m2	40,0-49,9 kg/m2	50,0-59,9 kg/m2	≥ 60,0 kg/m2
	(n = 381)	(n = 597)	(n = 98)	(n = 13)
Variáveis demográficas
Gênero masculino, n (%)	71 (18,6)	181 (30,3)	49 (50,0)	7 (53,8)	< 0,001
Idade, anos	38,2 ± 9,9	38,0 ± 10,0	38,4 ± 10,5	34,5 ± 7,9	0,607
Variáveis clínicas
CP, cm	40,2 ± 3,7	42,9 ± 4,4	46,7 ± 5,0	47,6 ± 4,2	< 0,001
IMC, kg/m2	37,8 ± 1,3	43,9 ± 2,7	53,0 ± 2,4	63,4 ± 3,1	< 0,001
Escore da ESE, pontos	8,7 ± 4,3	8,8 ± 4,6	10,4 ± 4,4	11,0 ± 5,5	0,004
Escore da ESE ≥ 10, n (%)	149 (39,1)	236 (39,5)	57 (58,2)	7 (53,8)	0,003
Hipertensão, n (%)	125 (32,8)	263 (44,1)	49 (50,0)	8 (61,5)	< 0,001
Ronco, n (%)	340 (89,2)	562 (94,1)	95 (96,9)	13 (100,0)	0,007
Apneia observada, n (%)	108 (28,3)	213 (35,7)	39 (39,8)	9 (69,2)	0,002
Variáveis polissonográficas
Microdespertares, eventos/h	21,8 ± 20,1	30,8 ± 27,8	51,6 ± 33,8	66,3 ± 41,7	< 0,001
IAH, eventos/h	18,4 ± 21,5	28,1 ± 29,6	51,3 ± 35,6	67,1 ± 43,4	< 0,001
IA, eventos/h	6,5 ± 14,8	12,6 ± 24,3	27,4 ± 32,3	34,8 ± 39,6	< 0,001
IH, eventos/h	11,8 ± 12,6	15,4 ± 14,8	22,7 ± 20,2	32,2 ± 25,3	< 0,001
SpO2 basal, %	96,2 ± 1,7	95,6 ± 2,3	95,1 ± 2,0	94,9 ± 2,5	< 0,001
SpO2 média, %	94,5 ± 2,5	93,5 ± 3,2	91,9 ± 3,6	90,5 ± 5,1	< 0,001
SpO2 mínima, %	84,6 ± 7,8	81,2 ± 8,9	76,1 ± 10,6	71,7 ± 13,0	< 0,001
Prevalência de AOSb
Sem AOS, n (%)	128 (33,6)	137 (23,0)	10 (10,2)	-	< 0,001
AOS leve, n (%)	111 (29,1)	125 (20,9)	10 (10,2)	2 (15,4)	< 0,001
AOS moderada, n (%)	61 (16,0)	135 (22,6)	13 (13,3)	1 (7,7)	< 0,001
AOS grave, n (%)	81 (21,3)	200 (33,5)	65 (66,3)	10 (76,9)	< 0,001

CP: circunferência do pescoço; ESE: Escala de Sonolência de Epworth; IAH: índice de apneia-hipopneia; IA: índice de apneia; IH: índice de hipopneia; e AOS: apneia obstrutiva do sono. aValores expressos em média ± dp, exceto onde indicado. bSem AOS: IAH < 5,0 eventos/h; AOS leve: IAH = 5,0-14,9 eventos/h; AOS moderada: IAH = 15,0-29,9 eventos/h; e AOS grave: IAH ≥ 30,0 eventos/h.

As análises das curvas ROC das variáveis contínuas relevantes produziram as seguintes AUC: 0,711 (IC95%: 0,679-0,744) para CP; 0,657 (IC95%: 0,620-0,694) para idade; 0,625 (IC95%: 0,588-0,662) para IMC; e 0,557 (IC95%: 0,519-0,595) para escore da ESE. Além disso, as curvas ROC mostraram que os melhores pontos de corte para CP, IMC, idade e escore da ESE (como marcadores diagnósticos de AOS) foram 42 cm, 42 kg/m2, 37 anos e 10 pontos, respectivamente.

A Tabela 3 mostra as análises univariada e multivariada das oito variáveis avaliadas em relação a três diferentes pontos de corte de IAH (5,0 eventos/h, 15,0 eventos/h e 30,0 eventos/h). Todas essas variáveis foram preditoras independentes para o diagnóstico de AOS em geral (IAH ≥ 5,0 eventos/h). Todas, exceto hipertensão (p = 0,421), foram preditoras independentes para o diagnóstico de AOS moderada/grave (IAH ≥ 15,0 eventos/h). Todas, exceto hipertensão (p = 0,963) e ronco (p = 0,153), foram preditoras independentes para o diagnóstico de AOS grave (IAH ≥ 30,0 eventos/h). O principal preditor para o diagnóstico de AOS em geral foi o gênero masculino, com OR ajustada de 10,20 (IC95%: 5,07-20,83), seguido por ronco, idade ≥ 37 anos, apneia observada, IMC ≥ 42 kg/m2, escore da ESE ≥ 10, hipertensão e CP ≥ 42 cm. O principal preditor para o diagnóstico de AOS moderada/grave também foi o gênero masculino, com OR ajustada de 5,91 (IC95%: 3,92-8,92), seguido por ronco, IMC ≥ 42 kg/m2, idade ≥ 37 anos, apneia observada, CP ≥ 42 cm, escore da ESE ≥ 10 e hipertensão. O principal preditor para o diagnóstico de AOS grave foi novamente o gênero masculino, com OR ajustada de 6,80 (IC95%: 4,62-10,00), seguido por IMC ≥ 42 kg/m2, idade ≥ 37 anos, apneia observada, ronco, CP ≥ 42 cm, escore da ESE ≥ 10 e hipertensão.

Tabela 3.

Parâmetros preditivos para o diagnóstico de apneia obstrutiva do sono, por nível de gravidade, nos pacientes avaliados.

Gravidade da AOS, pelo IAHa	Análise	Sensibilidade %	Especificidade %	VPP %	VPN %	Acurácia %
	Univariada	Multivariada
Parâmetros	OR (IC95%)	OR (IC95%)
Leve/moderada/grave
Gênero
Masculino vs. feminino	15,30 (8,01-29,23)	10,20 (5,07-20,83)	36,6	96,3	96,7	33,9	51,6
Ronco
Sim vs. não	5,03 (3,14-8,08)	2,30 (1,38-3,86)	96,0	17,0	77,4	59,4	76,1
Idade, anos
≥ 37 vs. < 37	2,55 (1,92-3,40)	2,25 (1,61-3,15)	56,2	66,5	83,2	33,9	58,8
Apneia observada
Sim vs. não	3,17 (2,25-4,47)	1,85 (1,26-2,71)	39,5	82,9	87,2	31,6	50,5
IMC, kg/m2
≥ 42 vs. < 42	2,21 (1,66-2,94)	1,60 (1,14-2,23)	53,0	66,1	82,2	32,2	56,3
Escore da ESE
≥ 10 vs. < 10	1,69 (1,26-2,26)	1,56 (1,12-2,16)	44,3	68,0	80,4	29,2	50,3
Hipertensão
Sim vs. não	2,69 (1,97-3,66)	1,52 (1,06-2,17)	46,5	75,6	84,9	32,2	53,8
CP, cm
≥ 42 vs. < 42	4,01 (2,97-5,41)	1,45 (1,01-2,09)	60,0	72,7	86,7	38,0	63,2
Moderada/grave
Gênero
Masculino vs. feminino	8,66 (6,15-12,20)	5,91 (3,92-8,92)	46,1	91,0	84,7	60,9	67,6
Ronco
Sim vs. não	5,59 (3,10-10,10)	2,41 (1,27-4,56)	97,5	12,4	54,6	82,2	56,6
IMC, kg/m2
≥ 42 vs. < 42	2,66 (2,08-3,40)	2,12 (1,58-2,84)	59,7	64,2	64,3	59,5	61,8
Idade, anos
≥ 37 vs. < 37	1,98 (1,56-2,52)	2,09 (1,54-2,83)	58,6	58,3	60,3	56,5	58,4
Apneia observada
sim vs. não	2,78 (2,13-3,62)	1,84 (1,35-2,51)	44,5	77,6	68,2	56,3	60,4
CP, cm
≥ 42 vs. < 42	4,44 (3,44-5,73)	1,63 (1,18-2,26)	68,9	66,7	69,1	66,4	67,8
Escore da ESE
≥ 10 vs. < 10	1,59 (1,25-2,03)	1,49 (1,11-2,00)	46,6	64,6	58,7	52,8	55,2
Hipertensão
Sim vs. não	1,96 (1,53-2,51)	1,13 (0,83-1,52)	48,5	67,4	61,7	54,8	57,6
Grave
Gênero
Masculino vs. feminino	9,54 (7,06-12,88)	6,80 (4,62-10,00)	59,2	86,7	68,5	81,4	77,7
IMC, kg/m2
≥ 42 vs. < 42	2,70 (2,08-3,52)	2,14 (1,56-2,94)	64,6	59,7	43,8	77,6	61,3
Idade, anos
≥ 37 vs. < 37	1,72 (1,33-2,22)	2,02 (1,45-2,81)	59,5	53,8	38,5	73,2	55,7
Apneia observada
Sim vs. não	2,73 (2,09-3,56)	1,85 (1,34-2,55)	49,4	73,6	47,6	75,0	65,7
Ronco
Sim vs. não	5,43 (2,47-11,92)	1,84 (0,79-4,29)	98,0	9,8	34,5	91,1	38,6
CP, cm
≥ 42 vs. < 42	5,70 (4,16-7,45)	1,73 (1,18-2,52)	78,0	60,9	49,2	85,1	66,5
Escore da ESE
≥ 10 vs. < 10	1,64 (1,27-2,12)	1,54 (1,12-2,52)	49,4	62,7	39,1	71,8	58,4
Hipertensão
Sim vs. não	1,68 (1,30-2,17)	1,00 (0,72-1,36)	49,4	63,3	39,5	72,0	58,7

AOS: apneia obstrutiva do sono; IAH: índice de apneia-hipopneia; VPP: valor preditivo positivo; VPN: valor preditivo negativo; ESE: Escala de Sonolência de Epworth; e CP: circunferência do pescoço. aLeve/moderada/grave = IAH ≥ 5,0 eventos/h; moderada/grave = IAH ≥ 15,0 eventos/h; e grave = IAH ≥ 30,0 eventos/h.

Como se pode ver na Tabela 3, houve sete variáveis independentes associadas ao diagnóstico de AOS moderada/grave: gênero, ronco, IMC, idade, apneia observada, CP e escore da ESE. Entre essas variáveis, o escore da ESE foi o sétimo (isto é, último) em importância. Isso, juntamente com o fato de que a ESE é composta por oito questões, nos levou a excluir os escores da ESE, simplificando assim os modelos. Portanto, testamos quatro modelos (Tabela 4): um modelo de três itens incluindo gênero masculino, ronco e IMC ≥ 42 kg/m2; um modelo de quatro itens englobando o modelo de três itens mais idade ≥ 37 anos; um modelo de cinco itens englobando o modelo de quatro itens mais apneia observada; e um modelo de seis itens englobando o modelo de cinco itens mais CP ≥ 42 cm. Dos quatro modelos preditivos avaliados, o que se mostrou melhor em predizer AOS em geral, AOS moderada/grave e AOS grave foi o modelo de seis itens, que apresentou AUC de 0,777 (IC95%: 0,747-0,807), 0,784 (IC95%: 0,757-0,811) e 0,796 (IC95%: 0,769-0,824), respectivamente.

Tabela 4.

Curvas ROC para os modelos avaliados, por nível de gravidade da apneia obstrutiva do sono.

Modelos	Gravidade da AOS, pelo IAHa
	Leve/moderada/grave	Moderada/grave	Grave
	AUC (IC95%)	AUC (IC95%)	AUC (IC95%)
De três itens	0,716 (0,683-0,748)	0,739 (0,710-0,769)	0,759 (0,729-0,790)
Gênero masculino
Ronco
IMC ≥ 42 kg/m2
De quatro itens	0,752 (0,719-0,785)	0,756 (0,727-0,784)	0,765 (0,735-0,794)
Gênero masculino
Ronco
IMC ≥ 42 kg/m2
Idade ≥ 37 anos
De cinco itens	0,764 (0,733-0,796)	0,765 (0,738-0,793)	0,771 (0,742-0,800)
Gênero masculino
Ronco
IMC ≥ 42 kg/m2
Idade ≥ 37 anos
Apneia observada
De seis itens	0,777 (0,747-0,807)	0,784 (0,757-0,811)	0,796 (0,769-0,824)
Gênero masculino
Ronco
IMC ≥ 42 kg/m2
Idade ≥ 37 anos
Apneia observada
CP ≥ 42 cm

AOS: apneia obstrutiva do sono; IAH: índice de apneia-hipopneia; AUC: area under the curve; e CP: circunferência do pescoço. aLeve/moderada/grave = IAH ≥ 5,0 eventos/h; moderada/grave = IAH ≥ 15,0 eventos/h; e grave = IAH ≥ 30,0 eventos/h.

A Tabela 5 mostra os parâmetros preditivos do modelo de seis itens, que foi categorizado em seis possíveis pontos de corte (para a distinção entre alto e baixo risco de AOS), nas três diferentes situações: diagnóstico de AOS em geral, diagnóstico de AOS moderada/grave e diagnóstico de AOS grave. Como o principal objetivo do modelo foi identificar pacientes com alto risco para AOS moderada/grave (IAH ≥ 15,0 eventos/h), procuramos determinar o ponto de corte que (dentro dessa categoria) obteve o melhor equilíbrio entre sensibilidade e especificidade. Para a AOS moderada/grave, o melhor desempenho diagnóstico foi obtido com o ponto de corte ≥ 3, que apresentou acurácia de 70,8%, sensibilidade de 82,8% e especificidade de 57,9%. A utilização do ponto de corte ≥ 3 no modelo de seis itens apresentou acurácia, sensibilidade e especificidade, respectivamente, de 73,0%, 74,3% e 69,4% para o diagnóstico de AOS em geral; de 70,8%, 82,8% e 57,9% para o diagnóstico de AOS moderada/grave; e de 62,9%, 90,1% e 49,7% para o diagnóstico de AOS grave. Após a escolha do modelo de seis itens como o melhor modelo, criamos um dispositivo mnemônico para o mesmo, que foi denominado modelo NO-OSAS, acrônimo para NC ≥ 42 cm, Obesity (BMI ≥ 42 kg/m2), Observed apnea, Snoring, Age ≥ 37 years, and male Sex. Portanto, este modelo consiste em seis questões com respostas sim/não (escore total máximo possível, 6 pontos).

Tabela 5.

Parâmetros preditivos do modelo de seis itens em relação ao nível de gravidade da apneia obstrutiva do sono.

Gravidade da AOS, pelo IAHa	Alto risco n (%)	Baixo risco n (%)	Sensibilidade %	Especificidade %	VPP %	VPN %	Acurácia %	OR (IC95%)
Parâmetros
Leve/moderada/grave
≥ 1 vs. < 1	1.056 (97,0)	33 (3,0)	98,8	8,7	76,2	72,7	76,1	8,55 (3,92-18,64)
≥ 2 vs. < 2	915 (84,0)	174 (16,0)	91,0	36,7	80,9	58,0	77,3	5,89 (4,18-8,30)
≥ 3 vs. < 3	689 (63,3)	400 (36,7)	74,3	69,4	87,8	47,7	73,0	6,58 (4,87-8,89)
≥ 4 vs. < 4	431 (39,6)	658 (60,4)	48,7	87,6	92,1	36,6	58,5	6,74 (4,59-9,91)
≥ 5 vs. < 5	187 (17,2)	902 (82,8)	22,6	98,9	98,3	30,1	41,8	26,48 (8,38-83,59)
6 vs. < 6	52 (4,8)	1.037 (95,2)	6,3	100,0	100,0	26,5	30,0	-
Moderada/grave
≥ 1 vs. < 1	1.056 (97,0)	33 (3,0)	99,4	5,7	53,3	90,9	54,4	11,42 (3,46-37,64)
≥ 2 vs. < 2	915 (84,0)	174 (16,0)	95,7	28,6	59,2	86,2	63,5	9,08 (5,78-14,25)
≥ 3 vs. < 3	689 (63,3)	400 (36,7)	82,8	57,9	68,0	75,7	70,8	6,65 (5,03-8,80)
≥ 4 vs. < 4	431 (39,6)	658 (60,4)	59,3	81,8	77,9	65,0	70,1	6,58 (4,98-8,69)
≥ 5 vs. < 5	187 (17,2)	902 (82,8)	29,8	96,5	90,3	55,9	61,8	11,94 (7,21-19,75)
6 vs. < 6	52 (4,8)	1.037 (95,2)	8,6	99,4	94,2	50,1	52,2	16,42 (5,08-53,04)
Grave
≥ 1 vs. < 1	1.056 (97,0)	33 (3,0)	99,7	4,3	33,6	96,9	35,5	16,20 (2,20-119,07)
≥ 2 vs. < 2	915 (84,0)	174 (16,0)	97,4	22,5	37,9	94,8	47,0	11,20 (5,65-22,19)
≥ 3 vs. < 3	689 (63,3)	400 (36,7)	90,1	49,7	46,5	91,2	62,9	9,09 (6,23-13,27)
≥ 4 vs. < 4	431 (39,6)	658 (60,4)	69,9	75,1	57,7	83,7	73,4	7,04 (5,31-9,33)
≥ 5 vs. < 5	187 (17,2)	902 (82,8)	39,0	93,4	74,3	75,9	75,6	9,14 (6,36-13,12)
6 vs. < 6	52 (4,8)	1.037 (95,2)	12,6	99,0	86,5	70,0	70,2	15,00 (6,69-33,64)

AOS: apneia obstrutiva do sono; IAH: índice de apneia-hipopneia; VPP: valor preditivo positivo; e VPN: valor preditivo negativo. aLeve/moderada/grave = IAH ≥ 5,0 eventos/h; moderada/grave = IAH ≥ 15,0 eventos/h; e grave = IAH ≥ 30,0 eventos/h.

DISCUSSÃO

No presente estudo, que envolveu uma grande amostra de pacientes consecutivos e encaminhados para cirurgia bariátrica, mostramos que todas as variáveis avaliadas (gênero, CP, IMC, idade, escore da ESE, ronco, apneia observada e hipertensão) foram preditoras independentes do IAH, independentemente do ponto de corte utilizado, sendo as únicas exceções a hipertensão em dois dos pontos de corte de IAH (≥ 15,0 eventos/h e ≥ 30,0 eventos/h) e o ronco no ponto de corte de IAH ≥ 30,0 eventos/h. Em três diferentes pontos de corte (IAH ≥ 5,0 eventos/h, ≥ 15,0 eventos/h e ≥ 30,0 eventos/h), o principal preditor para o diagnóstico de AOS foi o gênero masculino. A prevalência de AOS moderada/grave e grave foi maior entre os homens do que entre as mulheres (p < 0,001). O modelo de seis itens NO-OSAS, com um ponto de corte ≥ 3, apresentou bom desempenho diagnóstico para a distinção entre pacientes de alto risco e pacientes de baixo risco, em relação ao diagnóstico de AOS, independentemente do grau de gravidade.

Em nossa amostra de pacientes à espera de cirurgia bariátrica, com ou sem características clínicas de suspeita de AOS, a prevalência geral de AOS foi alta (74,8%), assim como a prevalência de AOS grave (32,7%). Nossos resultados são consistentes com os de estudos anteriores envolvendo pacientes de cirurgia bariátrica, todos os quais relataram alta (69,9-93,6%) prevalência de AOS( 10 , 11 , 15 , 21 - 27 ) e uma elevada proporção de indivíduos classificados como portadores da forma grave da doença.( 9 - 11 , 15 , 21 - 25 ) Nossos resultados indicam que essa população difere da população geral de pacientes com AOS.( 1 , 5 ) Constatamos que, em comparação com a população geral de pacientes com AOS, a de pacientes de cirurgia bariátrica apresentou maior proporção de mulheres e era composta por pacientes mais jovens. Além disso, a prevalência de AOS foi muito maior em nossa amostra de pacientes de cirurgia bariátrica do que na população em geral.

Em linha com os resultados de estudos anteriores,( 11 , 24 ) observamos aumentos lineares na prevalência e gravidade da AOS em paralelo a aumentos do IMC. Em um estudo anterior,( 28 ) os autores identificaram 10 variáveis que foram preditivas de AOS em pacientes de cirurgia bariátrica: CP, pressão arterial sistólica, razão cintura/quadril, cintura, ronco alto, ronco frequente, peso, IMC, hipertensão e gênero masculino. Utilizando-se cinco ou mais dessas variáveis, foi possível obter um modelo com sensibilidade de 77% e especificidade de 77% em predizer IAH ≥ 15,0 eventos/h.( 28 )

Utilizando a análise de curvas ROC, constatamos que os principais pontos de corte para as variáveis contínuas em nossa amostra foram idade ≥ 37 anos, IMC ≥ 42 kg/m2, CP ≥ 42 cm e escore da ESE ≥ 10. Dixon et al. mostraram que idade avançada, gênero masculino, apneia observada e obesidade grave (especialmente obesidade central) aumentam o risco de maior IAH.( 29 ) Esses autores também utilizaram a análise de curvas ROC para a determinação dos pontos de corte apropriados para as variáveis contínuas, que constataram ser CP ≥ 43 cm, idade ≥ 38 anos e IMC ≥ 45 kg/m2, bastante semelhantes aos pontos de corte identificados em nosso estudo. Porém, esses autores incluíram apenas pacientes com suspeita clínica de AOS, enquanto nossa amostra incluiu todos os pacientes à espera de cirurgia bariátrica, com ou sem sintomas de AOS.

No presente estudo, houve diferenças significativas entre homens e mulheres: os homens apresentaram maiores valores de IMC e CP, assim como maior prevalência de hipertensão, ronco e apneia observada. Além disso, os homens apresentaram maior IAH, menor nadir da SpO2, maior índice de microdespertares, juntamente com maior prevalência de AOS moderada/grave e grave. Essas diferenças entre os gêneros também foram relatadas em alguns outros estudos de pacientes de cirurgia bariátrica.( 9 - 11 , 13 , 15 , 21 - 23 , 25 , 30 )

Pacientes à espera de cirurgia bariátrica devem ser submetidos a triagem para AOS a fim de reduzir a ocorrência de complicações peri e pós-operatórias. A cirurgia bariátrica é a terapia de perda de peso mais eficaz para pacientes com obesidade mórbida; ela melhora a AOS na maioria dos pacientes e apresenta taxa de mortalidade relativamente baixa.( 4 ) Em virtude da alta prevalência de AOS, especialmente das formas graves, estudos anteriores( 6 , 11 , 23 , 26 ) reforçam a necessidade de polissonografia em todos os pacientes à espera de cirurgia bariátrica, independentemente da presença ou ausência de sintomas de AOS.

Nosso estudo apresenta algumas limitações. A seleção dos pacientes ocorreu de forma retrospectiva em um laboratório do sono, o que aumentou a possibilidade de viés de seleção. Além disso, trata-se de um estudo unicêntrico, e as implicações de nossos resultados para a população em geral podem, portanto, ser limitadas. Ademais, não avaliamos comorbidades (a não ser hipertensão) ou outras queixas de sono como noctúria, sintomas nasais, cefaleia matinal e sufocamento ou engasgo noturno. Além do mais, dados sobre obesidade regional (circunferência da cintura, circunferência do quadril, razão pescoço/cintura ou razão cintura/quadril) não estavam disponíveis. Por outro lado, nosso estudo apresenta alguns pontos fortes. Em primeiro lugar, ele envolveu uma grande amostra de pacientes consecutivos, todos os quais foram avaliados com polissonografia completa em um centro do sono, independentemente de apresentarem ou não queixas de sono. Além disso, os prontuários médicos dos pacientes incluídos em nossa amostra final continham informações completas sobre todas as oito variáveis de interesse. Ademais, a possibilidade de confundimento foi reduzida na análise por meio da utilização de um modelo logístico multivariado incluindo todas as variáveis com valor de p < 0,05. Portanto, acreditamos que as limitações do estudo foram superadas por seus pontos fortes e não afetaram a interpretação dos resultados.

Em conclusão, nossos achados sugerem que, entre pacientes à espera de cirurgia bariátrica, há uma alta prevalência de AOS em geral e de AOS moderada/grave. Nossos dados também indicam que as variáveis gênero, idade, CP, IMC, escore da ESE, ronco, apneia observada e hipertensão podem ser utilizadas para confirmação da suspeita de AOS e para avaliação da gravidade da mesma. O modelo de seis itens NO-OSAS, com um ponto de corte ≥ 3 para identificação de pacientes de alto risco, apresentou boa acurácia diagnóstica para AOS em geral, assim como para AOS moderada/grave e grave. São necessários mais estudos, especialmente os prospectivos, para validar a utilização do modelo NO-OSAS como meio de triagem para AOS em pacientes de cirurgia bariátrica.